De onafhankelijke variabele in deze masterproef is een nudge in de vorm van een fysiek activiteitslabel. Deze zal drie levels hebben (zie
Tabel 3) blootstelling aan een fysiek activiteitslabel gecombineerd met een gain frame, blootstelling aan een fysiek activiteitslabel gecombineerd met een loss frame en geen blootstelling aan een fysiek activiteitslabel (controlegroep). Alle labels waren exact even groot, alleen verschilde de tekst die onder het label stond (zie bijlage 6). Doordat de labels identiek aan elkaar zijn, werden andere invloeden beperkt, wat belangrijk is voor de interne validiteit.
Het effect op twee afhankelijke variabelen werd nagegaan: calorie-inname en intentie om aan fysieke activiteit te doen.
Tabel 3
Verschillende condities in het experiment
Conditie Boodschap
Gain-conditie Hoera! Na het eten van de inhoud van dit
schaaltje,heb ik de energie om 31 minuten te wandelen
Loss-conditie Oei! Om de inhoud van dit schaaltje te
verbranden moet je 31 minuten wandelen
Controle conditie Geen boodschap
Noot: de boodschap wordt in deze tabel geïllustreerd door het voorbeeld van de zoete popcorn. Het aantal minuten varieerde naargelang de snacks.
Ontwerp fysieke activiteitslabels. De berekening van de fysieke activiteitslabels is gebaseerd op vorig onderzoek van Antonelli and Viera (2015); Liu and Juanchich (2018);
Viera et al. (2017). Een volwassene van 72.57 kilogram wordt verondersteld te wandelen tegen een snelheid van 3.22 kilometer per uur. Hierbij worden 3.20 calorieën per minuut verbrand. Vervolgens wordt het aantal calorieën per portie gedeeld door 3.20 calorieën, met als resultaat hoe lang een persoon met een gemiddeld gewicht dient te wandelen om een bepaalde portie snacks te verbranden. Het ontwerp van de labels is gebaseerd op de fysieke activiteitslabels gebruikt in het onderzoek van I. E. Hartley et al. (2018); Liu and Juanchich (2018).
Operationalisering van de variabelen. De eerste afhankelijke variabele, calorie-inname, werd gemeten door het aantal geconsumeerde calorieën te berekenen. De inhoud van de schaaltjes met snacks werden voor en na de consumptie gewogen met dezelfde weegschaal. De inhoud werd afgerond tot op één gram nauwkeurig. Eerst werd het aantal gegeten snacks in gram berekend. Vervolgens werd dit omgerekend naar het aantal gegeten calorieën. Een bijkomende gedragsmatige test werd uitgevoerd door de participanten als bedanking te laten kiezen tussen een koek (ongezond) en een appel (gezond) (Vlaams Instituut Gezond Leven, 2020). Deze laatste test is gehercodeerd naar een dummy variabele waarbij 0 staat voor de koek en de waarde 1 staat voor het stuk fruit.
De tweede afhankelijke variabele, de intentie om aan fysieke activiteit te doen, werd gemeten aan de hand van een zeven-punten Likertschaal die ontwikkeld is door Tirado, Neipp, Marcos, and Rodríguez-Marín (2012). In 2014 werd deze schaal door Oluka, Nie, and Sun (2014) opgenomen in een kwaliteitsstudie waar het een score van 8+ kreeg. Hierbij werden scores hoger dan zeven beschouwd als goede kwaliteit. Deze Engelstalige schaal werd vertaald naar het Nederlands en vervolgens op onafhankelijke manier terugvertaald naar het Engels. Back translating heeft als doel de validiteit van de schaal hoog te houden (Mortelmans & Neels, 2019). De Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy bleek onvoldoende (0.66) te zijn om een principale componentenanalyse uit te voeren. Hierdoor werden de subschalen van de onderzoekers gebruikt. De schaal die intentie meet, had een a = 0.92 wat betekent dat de schaal een erg goede betrouwbaarheid heeft. De schaal die de attitude naging tegenover fysieke activiteit heeft in dit onderzoek een betrouwbaarheid van a = 0.73. Een betrouwbaarheid van a = 0.72 werd gevonden voor de schaal over waargenomen gedragscontrole. Ook de schaalvariabele subjectieve norm kunnen we als betrouwbaar beschouwen met a = 0.83. Elke respondent zal een schaalscore toegekend krijgen op al deze schalen, die werd berekend door het gemiddelde te nemen van de scores op de items van elke schaal.
In deze masterproef werden leeftijd, geslacht en hoogst behaalde diploma als socio-demografische variabelen opgenomen. De variabele ‘leeftijd’ werd bevraagd aan de hand van een drop-down lijst waarin de respondenten hun leeftijd konden aanduiden. Wanneer een respondenten ‘jonger dan 18’ of ‘ouder dan 30’ selecteerde, werd deze naar het einde van de vragenlijst geleid. Deze variabele werd gehercodeerd van een ordinale variabele naar een numerieke variabele ‘leeftijd’ waarbij ‘jonger dan 18’ en ‘ouder dan 30’ als missing variabele werden opgegeven. De andere waarden bleven onveranderd. De variabele
‘geslacht’ werd eveneens in een drop-down list bevraagd waarbij de respondenten de keuze hadden tussen ‘man’, ‘vrouw’ en ‘X’. Als laatste socio-demografische variabele werd het hoogst behaalde diploma bevraagd aan de hand van een meerkeuze vraag.
De controlevariabele ‘gemoedstoestand’, werd gemeten aan de hand van de positive and negative affect schedule schaal (Engelen, De Peuter, Victoir, Diest, & Van den Bergh, 2006). Voor deze schaal was het Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy eveneens onvoldoende (0.44) waardoor ook de subschalen voor positieve en negatieve emoties van de onderzoekers gebruikt werden. De schaal die de positieve emoties meet heeft een betrouwbaarheid van a = 0.81 in dit onderzoek. De betrouwbaarheid van de schaal die de negatieve emoties meet, was in dit onderzoek eveneens voldoende a = 0.79. Ook voor deze variabelen werden op dezelfde manier schaalscores berekend per respondent.
De controlevariabele ‘hongergevoel’ werd gemeten aan de hand van een zeven-punten Likertschaal met de vraag: “Hoe hongerig voelt u zich op dit moment? “ (C. Hartley et al., 2019).
Zelfcontrole werd bevraagd aan de hand van de brief self-control scale (Tangney, Baumeister, & Boone, 2004). Deze vijf-punten Likertschaal had een betrouwbaarheid van a = 0.69. Na het verwijderen van drie items ‘Ik doe wel eens dingen die slecht voor me zijn als ze leuk zijn’, ‘Ik weiger dingen die slecht voor me zijn’ en ‘Ik zeg ongepaste dingen’ heeft de schaal in dit onderzoek een betrouwbaarheid van a = 0.74. Het gemiddelde werd
berekend met de scores van de overige tien items.
Data-analyse. In deze masterproef werd het softwareprogramma Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) gebruikt. Zoals reeds beschreven, werd er een
betrouwbaarheidsanalyse uitgevoerd op de gebruikte schalen. Vervolgens werden de
beschrijvende statistieken geanalyseerd. De Pearson correlatiecoëfficiënt tussen intentie om aan fysieke activiteit te doen en gegeten calorieën bedraagt .22 (p = .25). Aangezien dit betekent dat er slechts een zwakke positieve correlatie bestaat tussen deze twee
afhankelijke variabelen, is er gekozen om twee afzonderlijke ANCOVA analyses uit te voeren (Neels, 2017). Een bijkomende reden is dat de controlevariabelen honger, gemoedstoestand en zelfcontrole niet opgenomen werden in de analyse naar intentie om aan fysieke activiteit te doen. De assumpties voor de ANCOVA analyse werden vervolgens gecontroleerd. De afhankelijke variabelen, calorie-inname en fysieke activiteit, volgden beide geen
normaalverdeling. De calorie-inname werd getransformeerd door middel van de
vierkantswortel. Na deze transformatie bleek de variabele wel de normaalverdeling te volgen volgens de Shapiro-Wilk test W(28) = .95, p = .155. Intentie om aan fysieke activiteit te doen werd getransformeerd door de scores te kwadrateren W(28) = .944, p = .13. In de analyse werden de getransformeerde variabelen ‘calorieën_transform’ en ‘intentie_FA_transform’
gebruikt. De outlier die teruggevonden werd bij intentie om aan fysieke activiteit te doen,
werd niet mee opgenomen in de analyse. De andere assumpties die ANCOVA en binaire logistische regressie veronderstellen, werden niet geschonden.
6 Resultaten